——以大运河文化带（苏州段）为例
孙一鸣¹  汤毓²  徐雨晴³
1.南京大学  江苏 南京  210033

2.东南大学  江苏 南京  211189

3.北京交通大学  北京  100089 

摘要：旅游目的地形象是旅游市场营销领域的重要概念。近年来，随着大运河文化带规划发展日益瞩目，为进一步拉动旅游需求，其形象建设尤为重要。本文基于对大运河文化带（苏州段）典型区位的调研数据，利用SPSS 26和SmartPls3.0软件进行数据分析，探究大运河文化带（苏州段）游客地方认同在旅游目的地形象过程中的中介作用。结果表明：在大运河文化带旅游目的地形象过程中，目的地认知形象能够显著正向影响意动形象；在游客对大运河文化带地方认同中，微观价值认同在认知形象与意动形象间具有中介作用。研究在此基础上为大运河文化带旅游发展提供了对策建议。

关键词：地方认同；微观价值；宏观意义；目的地形象；中介作用

一、引言

自2014年中国大运河列入《世界遗产名录》以来,深入挖掘大运河的历史文化资源，保护好、传承好、利用好大运河这一宝贵遗产成为共识。遵照中央精神，打造大运河文化带已经成为新时期党中央、国务院作出的重大决策部署。优先发展文旅产业是建设大运河文化带的突出特点，提升大运河文化带整体形象，打造符合游客需求的大运河文化带旅游品牌是大运河文化带整体发展的重要抓手。国内现有关于大运河文化带的研究多集中在具体点位，关注当前发展状况评估和实际操作层面。整体而言，关于大运河文化带旅游目的地形象及其旅游意向的验证性研究较少，对于其他可能存在影响因素的回应基本处于空白。有鉴于此，本文以问卷调查为基础，通过SmartPls3.0软件进行结构方程模型分析和中介作用的检验，分析大运河文化带旅游形象与游客地方认同情况，着重分析游客地方认同在旅游目的地形象过程中的中介作用，为大运河文化带旅游发展提供对策建议。

二、理论基础与研究假设

（一）旅游目的地形象

目的地形象研究最早开始于20世纪70年代。Hunt（1975）认为对于本人居住国之外的区域所产生的形象即目的地形象（Tourism Destination Image，TDI），并以此作为研究对象对其内涵与作用展开研究 。Echtner&Ritchie（1993）则将目的地形象定义为对于某目的地的独特性质和整体印象的感知。早期目的地形象的研究多注重认知方面，直到20世纪九十年代才开始关注到其中的情感因素。Gartner（1993）指出目的地形象由认知、情感、意动3个成分组成。多数学者表明，旅游目的地形象是一个由理性认知层面和情感态度层面所共同构成的心理结构。

国内对于旅游目的地形象的关注始于20世纪90年代。邱焰美分析了我国风景名胜区的特点，首次提出旅游形象的说法^[1]。黎洁和吕镇认为旅游目的地形象指人们对该旅游目的地的感知、印象、信念和观点的综合^[2]。白凯等人则在研究中指出旅游者对于旅游目的地的认知能够有效预测其旅游意向^[3]。

综合现有研究发现，国内外针对旅游目的地形象已经开展研究，关注目的地形象的影响因素以及其对旅游业整体发展的重要作用，因此进一步探索区域性或线性文化遗产目的地形象问题，具有突出的理论和实践价值。基于此，本文提出假设：

H1：游客对于大运河文化带旅游目的地形象的认知评价显著影响其意动形象。

（二）旅游者地方认同

在旅游目的地开发过程中，游客对旅游目的地的认识及其地方意义认同，不仅影响着当地居民的主动参与价值共创的积极性和活跃度，也在一定程度上左右着旅游者是否愿意、在多大程度上愿意选择该地作为旅游目的地。因此，关于游客地方认同的剖析对旅游目的地开发发展、品牌建设有着重要意义。

1978年，美国环境心理学家Proshansky H.M（1978）从自我和环境关系的角度上提出了地方认同(place identity)概念,认为地方认同是基于人们的想法、感觉、偏好、情感、价值观、目标、行为趋向和物理环境产生的多重影响模式^[11]。此后，地方认同开始进入旅游场景。

冶建明等以草原旅游地为例，验证了感知价值以地方认同为中介变量间接影响行为意向，说明了游客在草原旅游过程中更加关注精神层面的地方认同^[4]。陈云指出当下我国古城改造趋同，游客认同不强导致旅游意愿降低，应当抓住旅游情感性消费的特点，深挖当地文化特色，吸引旅游者^[5]。以上研究着眼于旅游目的地在情感等微观层面上的价值，探究其对于旅游目的地评价、品牌建设的作用。

洪长瑾等以黄麓镇为例，探寻基于“街区记忆”与“旅游认同”耦合的传统街区规划设计策略,为小城镇建设提供了参考^[6]。李霞以拉萨市八廓街历史文化街区为例，论证了“旅游认同”是历史文化街区保护和利用的终极目的，在此基础上给出了八廓街的保护性旅游利用途径^[7]。以上研究多关注旅游目的地的历史价值等宏观层面的意义，为旅游开发提供指导性意见。

综合国内现有对于旅游者地方认同的研究可以发现，游客对地方意义的判断可以从总体上分为对目的地微观价值和宏观意义的判断，其对于开展旅游目的地评价、品牌设计、区域营销、整体开发等方面具有非常重要的参考价值。基于此，本文将游客对目的地地方认同的微观价值、宏观意义作为中介变量，探讨其对于旅游目的地认知形象影响意动形象的作用，提出如下假设：

H2：游客对大运河文化带旅游目的地微观价值认同在其认知形象与意动形象之间发挥中介作用；

H3：游客对大运河文化带旅游目的地宏观意义认同在其认知形象与意动形象之间发挥中介作用。

三、数据来源与研究方法

（一）数据来源

研究团队于2019年7月6日至7月12日在苏州市大运河沿线典型区段（平江历史街区、山塘街、盘门景区、虎丘风景区、苏州大运河遗产展示馆）进行的实地调研，并于2020年7月依托问卷星平台进行的线上补充调研。

（二）测量工具

在前期扎根理论的基础上形成大运河文化带旅游地理想象与品牌调查研究问卷，问卷共包括8个分量表，分别为“人口统计指标”、“旅游目的地认知形象”、“旅游目的地情感形象”、“旅游目的地意动形象”、“大运河文化带宏观意义认同”、“大运河文化带个人意义认同”、“大运河文化带未来愿景认同”、“大运河文化带微观价值认同”8个部分，共计67个题项。（本研究采用其中“旅游目的地认知形象”、“旅游目的地意动形象”、“大运河文化带宏观意义认同”、“大运河文化带微观价值认同”部分数据。）除受访者基本信息统计外，其余均采用7点式Likert量表。线上线下共发放问卷405份，实际回收问卷405份，剔除无效问卷60份，有效问卷共345份，有效回收率为85.2%。

（三）调查情况

调查样本结构中，男女比例分别为37.7%和62.3%，以女性居多；年龄层次分布较广，以青年为主，18-25岁占比约70%；受教育程度普遍较高，大学及以上学历占比超过85%；出行目的多为日常休闲和旅游活动，占比约85%。总体调查样本结构合理，适合开展具体分析。

（四）研究方法

本文使用SmartPLS 3.0软件进行结构方程模型分析和中介作用的检验，采用偏最小二乘法（PLS）对研究变量路径进行求解。与传统的CBSEM相比，PLS对样本的要求更低，适用于处理复杂结构模型，尤其适合于理论的创新、发展和结果的应用、预测。PLS方法主要是通过反复迭代得到潜变量的估计值，再通过普通最小二乘法进行线性回归，进而得到组成信度（Composite Reliability,CR）、平均变量萃取量（AVE）、标准因子载荷、R²值等参数估计值，最终采用Bootstrapping方法对模型参数进行检验。

四、数据分析与结果

（一）信效度检验

1.信度检验

通过PLS算法检验发现所有变量的Cronbachs Alpha系数在0.917-0.936之间，均高于0.9的标准；组成信度（CR）介于0.935-0.944之间，均满足CR＞0.9的要求。说明问卷具有较高的内部稳定性和一致性，适于开展可靠的数据分析。

2.效度检验

数据的收敛效度。根据要求，一般认为标准化因子载荷系数和AVE均需大于0.5。本文将因子载荷较低的1、8、9、13四个题项剔除后，剩余题项经检验发现标准因子载荷均大于0.6且显著（p＜0.05）。同时，其AVE均接近或大于0.5，可以说明问卷具有较好的收敛效度。

数据的区别效度检验。本文采用根据AVE的平方根与潜变量之间的相关系数进行比较的方法来判断区别效度。经检验，所有潜变量AVE的平方根均大于各潜变量之间的相关系数，可以说明潜变量之间具有良好的区别效度。

（二）模型路径检验

通过结构方程模型检验发现，内生潜变量微观价值判断的R²值为0.180，宏观意义判断的R²值为0.220，旅游意向的R²值为0.380，即模型中的变量共同解释旅游意向的38.0%，根据约定，一般认为R²应大于0.1，因此说明结构方程模型结果具有较高的解释性，可以被接受。

采用Bootstrapping法对结构模型进行检验，并观察其标准化路径系数β和显著性水平（t值）。根据检验结果可以发现，多数路径系数均有较高的T值，通过了显著性水平为0.05的T检验（t≤1.96）。其中，目的地认知形象对微观价值认同起到显著的正向影响（β=0.422；p＜0.05），目的地认知形象对宏观意义认同起到显著的正向影响（β=0.472；p＜0.05），微观价值认同对目的地意动形象起到显著的正向影响（β=0.260；p＜0.05），目的地认知形象对目的地意动形象起到显著的正向影响（β=0.431；p＜0.05），假设H1成立。

（三）中介作用检验

研究使用SmartPLS 3.0软件，根据Baron和Kenny提出的逐步法和MacKinnon所建议方法进行中介作用的检验。

在中介作用检验的步骤一中，自变量（目的地认知形象）与因变量（目的地意动形象）之间有显著关系（R²=0.32）。在步骤二中，自变量（目的地认知形象）与中介变量一（微观价值认同）存在显著关系（R²=0.18）；自变量（目的地认知形象）与中介变量二（宏观意义认同）存在显著关系（R²=0.22）。在步骤三中，证明了中介变量一（微观价值认同）与因变量（目的地意动形象）之间存在显著关系（β=0.277；p＜0.05）；中介变量二（宏观意义认同）与因变量（目的地意动形象）之间不存在显著关系。步骤三和步骤四结果显示，置入中介变量（微观价值认同）后会降低自变量（目的地认知形象）对因变量（目的地意动形象）的影响效应。

进一步观察可以看出，在步骤一中，目的地认知形象与目的地意动形象之间的β系数是0.564（p＜0.05）；在步骤四中，由于中介变量一（微观价值认同）的置入，β系数变为0.431（p＜0.05）。此外,0.422×0.260≠0，因此，微观价值认同在目的地认知形象与目的地意动形象之间起到部分中介作用，假设H2成立。由于中介变量二（宏观意义认同）与因变量（目的地意动形象）之间的效应不显著，故其中介作用不成立，即假设H3不成立。

五、结论与启示

研究揭示了大运河文化带微观价值认同在旅游目的地认知形象到意动形象过程中的中介作用。一方面，验证了大运河文化带苏州段旅游目的地认知形象对意动形象存在显著影响，同时创新性地验证游客对大运河文化带微观价值认同在该过程中具有重要作用，为大运河文化带旅游目的地形象及品牌建设提供了参考。

研究表明：首先，大运河文化带旅游目的地认知形象显著正向影响其意动形象（β=0.431；p＜0.05）。游客对于旅游目的地认知形象评价越好，越容易产生到该地进行旅游的意向。因此，在大运河文化带旅游建设过程中，应当注重沿线区域景观质量、游憩设施、氛围营造、环境治理、景点规划等的打造和升级，建设满足游客需求、具有竞争力的旅游品牌形象。其次，大运河文化带微观价值认同在其旅游目的地形象过程中具有重要的中介效应。本文采用逐步法验证了目的地认知形象与意动形象存在显著关系，认知形象与中介变量微观价值认同存在显著关系，微观价值认同与目的地意动形象之间存在显著关系，最后结果显示置入中介变量（微观价值认同）后会降低自变量（目的地认知形象）对因变量（目的地意动形象）的影响效应。中介作用的存在表明，游客旅游意向的产生并不总是仅对该旅游目的地认知形象积极评价的直接结果。因此，在大运河文化带建设及宣传的过程中，应当充分了解各利益相关者的需求，注重在微观层面给与公众切身的积极感受，以发挥微观价值认同的引流作用，助力旅游建设公共参与和品牌传播。最后，现阶段大运河文化带宏观意义认同尚未对其旅游目的地形象过程产生中介效应。数据分析显示中介变量宏观意义认同与因变量（目的地意动形象）之间的效应尚不显著，这可能受到样本选取不够全面或当前大运河文化带建设宣传不到位等原因的影响。因此，不能忽视大运河文化带宏观意义的深化与传播的重要价值。在大运河面临历史使命与功能定位转向的背景下，打造大运河文化带旅游品牌不仅需要设施等“硬实力”的升级，更要以讲好运河故事为手段，以弘扬运河文化为实质，以打造运河品牌为目的，在建设和宣传过程中通过把大运河文化带建设自身价值与当代我国发展成绩的确认相衔接，把培育“运河情怀”同文化自信相统一，发挥好宏观意义认同对于目的地形象的潜在作用，打造具有渗透力、影响力、感染力的大运河文化带品牌。

本研究也存在一定的局限性，本次调研点选取在大运河文化带苏州段，样本来源比较集中，后续应更加广泛地开展调研，获取更加全面的数据。同时，本文仅探讨了微观价值、宏观意义判断对于旅游目的地形象影响旅游意向的中介作用，后续应深化探讨更多的可能性。

参考文献：

[1]邱焰美.简析我国的旅游形象[J].经济问题,1986(08):56-57.

[2]黎洁,吕镇.论旅游目的地形象与旅游目的地形象战略[J].商业经济与管理,1996(06):62-65.

[3]白凯,马耀峰,李天顺,孙天宇.西安入境旅游者认知和感知价值与行为意图[J].地理学报,2010,65(02):244-255.

[4]冶建明,李静雅,厉亮.草原旅游地游客感知价值、地方认同与行为意向关系研究[J].干旱区资源与环境,2020,34(09):202-208.

[5]陈云.中国古城历史地段的旅游改造研究[J].现代经济信息,2015(21):332-334.

[6]洪长瑾,李浩,何业成,张云彬.基于“街区记忆”与“旅游认同”耦合的黄麓镇传统街区规划设计[J].合肥工业大学学报(社会科学版),2019,33(06):66-73.

[7]李霞.街区记忆与旅游认同[D].中央民族大学,2013.